“8·11”汇改降低了人民币抛补利率平价的偏离程度吗——基于回归控制法的反事实研究.pdf

第4期2 0 2 3年7月世界经济与政治论坛F o r u m o f W o r l d E c o n o m i c s&P o l i t i c sN o.4J u l y 2 0 2 3“81 1”汇改降低了人民币抛补利率平价的偏离程度吗?基于回归控制法的反事实研究高子鑫 刘晓辉*席丽佳 摘 要 本文以人民币不同期限(1月期、3月期、6月期和1 2月期)抛补利率平价基差为样本,利用t检验和普通最小二乘(O L S)回归方法探究“81 1”汇改前后人民币抛补利率平价偏离程度的特征。同时,本文选取4 3个经济体作为控制组,基于回归控制法构建反事实框架,考察“81 1”汇改对人民币抛补利率平价偏离程度的影响。研究结果表明:(1)各个期限的人民币抛补利率平价在“81 1”汇改前后均存在持续偏离,抛补利率平价基差始终存在;(2)“81 1”汇改显著降低了人民币抛补利率平价偏离程度,且此结果在改变变量选择准则、估计变量以及政策实施时点后均具有稳健性。本文对货币抛补利率平价偏离程度的研究进行了拓展,不仅有助于理解“81 1”汇改对中国外汇市场的影响,也为评估该政策的效果提供了新的视角和证据。关键词 抛补利率平价 偏离程度“81 1”汇改 基差 回归控制法一、引言与文献综述抛补利率平价(c o v e r e d i n t e r e s t p a r i t y,C I P)连接了货币和外汇市场,是国际金融领域联系利率与汇率这两个重要价格的基础理论之一。C I P成立意味着*西南财经大学中国金融研究院。通信作者及地址:刘晓辉,四川省成都市温江区柳台大道5 5 5号格致楼6楼西南财经大学中国金融研究院;邮编:6 1 1 1 3 0;E-m a i l:l i b y x i a o h u i 1 2 6.c o m.本文系国家社会科学基金一般项目“我国环境规制对经常账户的影响与应对策略研究”(1 9 B J L 1 3 1)、“供给侧结构性改革背景下我国宏观金融杠杆波动对技术创新的影响研究”(1 9 B J L 0 2 9),国家自然科学基金面上项目“新常态下中国货币政策传导的微观机理与信贷配置效应研究”(7 1 9 7 3 1 0 9),教育部“创新团队发展计划”滚动支持项目“经济转型期稳定物价的货币政策”(I R T_1 7 R 5 2)的阶段性成果。投资于本币与通过外汇掉期市场投资所获得的预期收益是相等的;但当C I P不成立时,两种投资策略预期收益的不一致产生了C I P偏离(d e v i a t i o n s f r o m c o v e r e d i n t e r e s t p a r i t y),套利者可通过预期收益的差异在货币市场与外汇掉期市场获取无风险的套利收益。与本文相关的一类文献是使用抛补利率平价基差(c o v e r e d i n t e r e s t p a r i t y b a s i s,下文简称基差)来度量C I P偏离的研究。在2 0 0 8年金融危机前的数十年内,C I P总是成立(A k r a m e t a l.,2 0 0 8;M c C o r m i c k,1 9 7 9)。即使C I P因为受到银行交易对手风险等因素影响而出现短暂的偏离,套利的力量也会使得基差很快消失(A k r a m e t a l.,2 0 0 8)。然而,在2 0 0 8年金融危机发生之后,C I P不再成立,持续存在的基差成为国际金融领域的热点研究课题之一。首先,持续偏离的C I P可能是金融市场摩擦或资源配置低下的证据;其次,这可能意味着宏观经济政策(尤其是货币政策)跨境传导方式的改变;最后,后危机时期基差的存在性还证明了,在加强金融监管的背景下,金融中介的杠杆约束在世界资产定价中具有核心作用。从时间区间来看,部分研究考察了金融危机期间基差的存在性。其中,短期内基差的变化可归结于两个因素:第一,2 0 0 8年金融危机加剧了货币市场、银行间市场以及外汇市场的波动和摩擦(B a b a&P a c k e r,2 0 0 9;C o f f e y e t a l.,2 0 0 9);第二,欧元区债务危机期间,美元资金持续短缺(I v a s h i n a e t a l.,2 0 1 5)。此外,还有研究发现,后危机时期的基差仍然持续存在。综合来看,导致C I P偏离和基差持续存在的因素主要有五类:第一,监管或其他套利限制引发的一系列问 题的影响(R i m e e t a l.,2 0 2 2;D u e t a l.,2 0 1 8;B r u n i n g&P u r i a,2 0 1 7);第二,与美元升值相关的美元对冲需求与供给的失衡(A v d j i e v e t a l.,2 0 1 9);第 三,货 币 间 的 利 率 差 异(L i a o,2 0 2 0;B o r i o e t a l.,2 0 1 8;D u e t a l.,2 0 1 8);第四,投机者投资成本存在异质性,如伦敦同业拆借利率(L I B O R)无法代表投机者真实边际收益(R i m e e t a l.,2 0 2 2);第五,包括美国主要货币市场基金改革在内的一些临时性因素(A n d e r s o n e t a l.,2 0 1 9)。421世界经济与政治论坛 第4期 正式定义见正文第二部分及式(1)。与本文相关的另一类文献主要是人民币利率平价和“81 1”汇改的研究。近年来,国内对于人民币利率平价的研究较少,已有文献主要致力于寻求利率平价条件难以成 立的原因。部分学 者将资本管 制约束引入 非抛 补 利 率 平 价(u n c o v e r e d i n t e r e s t p a r i t y,U I P),认为资本管制是U I P失效的重要原因(肖祖沔和向丽锦,2 0 1 9)。还有学者认为,风险溢价、交易成本、外汇市场干预以及套利受限导致U I P在中国难以成立(肖立晟和刘永余,2 0 1 6)。随着中国外汇市场的发展,一些学者开始验证C I P在中国的成立性。尽管中国处于飞速发展的阶段,但由于资本管制以及多种风险因素,C I P仍然不成立,而资本管制是其中最主要的影响因素之一(谭小芬和高志鹏,2 0 1 7)。在2 0 1 5年中国推出“81 1”汇改政策之后,学界开始关注并考察该政策的影响,相关研究主要集中于两个方面。一方面,学者们关注“81 1”汇改后人民币在岸市场与离岸市场之间汇率关系的变化,如汇率均值与波动层面(徐娟和杨亚慧,2 0 1 9),市场联动性、定价权归属与价格引导作用方向层面(徐娟和杨亚慧,2 0 1 9;李政,2 0 1 7),人民币国际影响力层面(王雪和胡明志,2 0 1 9)。另一方面,学者们则聚焦于“81 1”汇改前后汇率变化影响因素的差异,如美元指数始终为显著影响因素,而美国芝加哥期权交易所波动率(V I X)指数在汇改后解释能力被削弱(C h e u n g e t a l.,2 0 1 8)。上述讨论表明,一方面,基差为何持续存在、C I P为何持续偏离已成为近年来的研究热点,但鲜有关注人民币C I P的偏离程度及影响因素的研究;另一方面,对“81 1”汇改政策效果的评估多从汇率本身出发,缺少从C I P偏离程度角度的研究。本文使用来自彭博(B l o o m b e r g)数据库的原始数据,测算了2 0 1 0年1月2 0 1 9年1 2月人民币基差(1月期、3月期、6月期和1 2 月期)。由图1可知:第一,2 0 1 02 0 1 9年,人 民 币 四 种 期 限 的 基 差 是 持 续 存 在 的;第 二,以“81 1”汇改政策出台的2 0 1 5年8月为分割点,人民币基差在汇改后表现出更接近0(C I P成立)的趋势。为此,本文旨在进一步研究人民币基差的存在性及变化,并探讨“81 1”汇改是不是导致C I P偏离程度显著下降的原因。521第4期 高子鑫,刘晓辉,席丽佳:“81 1”汇改降低了人民币抛补利率平价的偏离程度吗?“81 1”汇改是指2 0 1 5年8月1 1日中国出台的完善人民币汇率中间价形成机制的改革:自2 0 1 5年8月1 1日起,做市商在每日银行间外汇市场开盘前,参考上日银行间外汇市场收盘价汇率,综合考虑外汇供求情况以及国际主要货币汇率变化,向中国外汇交易中心提供中间价报价。图1 2 0 1 0年1月2 0 1 9年1 2月人民币1月期、3月期、6月期与1 2月期基差注:b p1m、b p3m、b p6m、b p1 2m分别代表人民币1月期、3月期、6月期与1 2月期基差(0.0 1%),后同。综上,本文以2 0 1 0年1月2 0 1 9年1 2月人民币四种期限(1月期、3月期、6月期和1 2月期)的基差为样本,首先使用t检验和普通最小二乘(O L S)回归方法确认人民币基差的存在性,其次基于H s i a o e t a l.(2 0 1 2)提出的回归控制法(r e g r e s s i o n c o n t r o l m e t h o d s,R CM),以4 3个经济体作为控制组,构建反事实框架考察“81 1”汇改对人民币C I P偏离程度的影响。本文的主要贡献在于以下三个方面。第一,从研究视角来看,本文立足于人民币C I P基差的视角,在“81 1”汇改的大背景下探究人民币基差的存在性与变化,弥补了货币基差研究中人民币基差研究的缺失,拓展了货币基差的研究。第二,从研究内容来看,本文针对“81 1”汇改是否显著降低了人民币C I P的偏离程度进行分析,为人民币C I P偏离的影响因素研究提供了新思路。第三,已有文献大多从“81 1”汇改对汇率的影响这个角度来评估“81 1”汇改的政策效果(徐娟和杨亚慧,2 0 1 9;李政,2 0 1 7),本文则从人民币C I P偏离角度评估了“81 1”汇改的政策效果,为分析“81 1”汇改提供了新的研究角度。本文其余部分安排如下:第二部分利用t检验和O L S回归方法考察人民币基差的存在性,并以2 0 1 5年8月为分割点,对子样本中C I P偏离程度进行考察;第三部分则利用回归控制法考察“81 1”汇改对人民币C I P偏离程度的影响;621世界经济与政治论坛 第4期第四部分是结论和展望。二、持续存在的人民币C I P偏离本文使用2 0 1 0年1月2 0 1 9年1 2月人民币1月期、3月期、6月期与1 2月期的基差数据描述“81 1”汇改前后人民币C I P持续存在偏离的特征事实。本部分将在界定人民币基差的基础上进行描述性分析,并利用t检验和O L S回归方法考察人民币基差的特征。(一)描述性统计基差,又称为跨货币偏差(c r o s s-c u r r e n c y d e v i a t i o n s),表示投资于国内货币市场所获得的收益与通过掉期市场投资所获得的收益之间的差值。若基差为0,则C I P这一无套利条件成立;若基差为正(负),则投资于人民币(通过掉期市场投资)将获得更多收益(D u e t a l.,2 0 1 8)。基于此,本文将基差形式设定为:b a s i st,t+n=it,t+n-i*t,t+n-1n/1 2(ft,t+n-st)(1)其中,b a s i st,t+n表示t时刻n月期基差,it,t+n表示n月期本国利率,i*t,t+n表示n月期美国利率,ft,t+n、st分别表示n月期远期汇率与即期汇率(以本币表示一单位外币价格,收盘价)的对数值(n=1、3、6、1 2)。为方便后文描述性统计及结果解读,本文 使用基点(0.0 1%)来 表示基差,即:b pt,t+n=b a s i st,t+n1 0 0 0 0(2)首先,本文简要说明样本及样本区间的选择。本文选择样本和样本区间基于以下两点考虑:第一,已有文献对所使用基差数据的具体期限未达成共识。近期文献常用1